姚樹潔 王潔菲

摘要 通過引入不對稱信息動態(tài)博弈模型中的經典信號博弈模型，研究在信息不對稱的扶貧攻堅過程中，“普惠式”扶貧開發(fā)機制如何誘發(fā)貧困戶機會主義行為。利用深度貧困的南疆四地州、六個縣813戶貧困家庭檔案及調研數據進行實證分析，從理論和經驗兩個層面論證貧困戶內生動力在扶貧開發(fā)中的關鍵作用。研究結果證明：①深度貧困地區(qū)扶貧開發(fā)主體和客體存在信息不對稱，效用最大化的追逐誘發(fā)貧困戶產生機會主義行為，使其更專注于貧困戶身份的認定，不利于精準脫貧的可持續(xù)；②“短、平、快”的扶貧機制雖然能夠快速幫助貧困戶脫貧，但其保留效用較小，“益貧性”較低，導致貧困戶對直接補貼產生持續(xù)依賴，進而失去主動擺脫貧困的內生動力，脫貧質量更低；③敏感性差異分析顯示，長期受益于財政專項資金支持的國家級扶貧開發(fā)重點縣“貧困陷阱”現象更為嚴峻，其扶貧開發(fā)對貧困戶“扶志”的需求更為緊迫。以上發(fā)現是邊疆少數民族深度貧困地區(qū)扶貧開發(fā)的難點，也是貧困治理“最后一公里”的關鍵點。新時代精準扶貧必須轉變傳統(tǒng)“輸血式”扶貧模式，把兜底工作與直接財政支持區(qū)別開來，對具有一定勞動能力的家庭，堅持以“益貧式”發(fā)展為主，提高精準扶貧的保留效用。通過基礎教育、國語教育、技能培訓、外出就業(yè)指導服務等方式，分層次、多渠道、精準到村到戶，充分激發(fā)貧困家庭勞動熱情，持續(xù)提高其自我發(fā)展、主動脫貧的意識，徹底阻斷貧困代際傳遞。

關鍵詞 不對稱信息；精準扶貧；貧困陷阱；扶智及扶志；信號博弈

中圖分類號 F320.3 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2019）05-0165-12 DOI：10.12062/cpre.20181109

貧困治理是人類社會發(fā)展過程中難以回避的問題，更是一個事關人心向背、國家政權穩(wěn)固的政治問題。消滅貧困不僅是一項道德義務，更是人類文明及全球安全的重要內涵。黨的十八大以來，我國農村貧困人口六年累計減少6 853萬人。按照國家最新的貧困標準線計算，截至2017年末，全國農村貧困人口從2012年末的9 899萬人減少至3 046萬人，貧困發(fā)生率從2012年末的10.2%下降至3.1%，脫貧攻堅工作取得決定性進展[1]。雖然中國貧困治理和扶貧開發(fā)事業(yè)取得了舉世矚目的成就，但在新時代，中國脫貧攻堅重點已經發(fā)生了根本轉變，中國政府提出了更高標準、更高效率的精準脫貧目標。《中國農村扶貧發(fā)展綱要（2011—2020）》要求到2020年，穩(wěn)定實現扶貧對象“兩不愁、三保障”（不愁吃，不愁穿，保證住房、醫(yī)療和就學）。2014年開始，在全國范圍內通過對貧困家庭建檔立卡，掌握全面信息，以便政府采取適當措施實現全面精準脫貧?！叭齾^(qū)三州”（西藏、四省藏區(qū)、南疆四地州和四川涼山州、云南怒江州、甘肅臨夏州）深度貧困地區(qū)是長期非均衡發(fā)展的產物，已然成為未來扶貧攻堅的主戰(zhàn)場。伴隨著經濟進入新常態(tài)，解決劉易斯發(fā)展模式造成的城鄉(xiāng)分割二元體制和系列不平衡等問題是精準扶貧、精準脫貧乃至全面建成小康社會的首要任務。深度貧困地區(qū)，特別是邊疆少數民族地區(qū)貧困治理復雜，貧困問題與社會穩(wěn)定緊密聯系，是嚴肅的政治經濟問題，精準扶貧成效不僅關系到絕對貧困的消除，更關系到社會穩(wěn)定、長治久安總目標的實現。盡管國家扶貧開發(fā)力度很大，持續(xù)時間漫長，但是貧困發(fā)生率依然較高，貧困深度仍然居高不下，已經脫貧人口因缺乏內生動力，返貧現象屢見不鮮，“貧困陷阱”（因缺乏自我發(fā)展動力與必要智力而致貧的現象）問題突出。因此，解決好邊疆少數民族連片特困地區(qū)貧困問題，是新時代精準脫貧、全面建成小康社會的關鍵步驟。本文試圖解答以下問題：不對稱信息條件下貧困戶與村干部的動態(tài)博弈如何誘發(fā)機會主義行為；受機會主義傾向影響的生產、生活決策對精準脫貧的影響如何；自身發(fā)展動力不足貧困戶的行為決策，在國家?guī)头隽Χ炔煌呢毨Т?，其對精準脫貧影響是否存在差異性。通過回答這些問題，提出一些更加精準、更加有效的扶貧政策措施。

姚樹潔等：不對稱信息條件下精準扶貧效果偏離的內在機理及實證分析

中國人口·資源與環(huán)境 2019年 第5期1 文獻回顧

精準扶貧是一項系統(tǒng)工程，需要一個科學動態(tài)的長效扶貧機制。世界銀行曾把中國貧困治理成效歸功于經濟增長和公共轉移支付的擴張，認為政府通過轉移支付實現了財富的二次分配，緩解了初次分配的不均衡。例如Birdsall等[2]研究發(fā)現公共社會支出在初等教育和基本醫(yī)療上的再分配既不會增加財政負擔又能高效減貧。樊麗明、解堊[3]通過對貧困脆弱性的測量，得出“輸血式”的公共轉移支付對貧困戶跨越貧困線作用顯著，但是缺乏持續(xù)性和長效性。由此可見，許多學者已經在深入探究政府轉移支付在扶貧攻堅中的作用。Fujii[4]運用Shapley值法將貧困進行了分解，提出政府要根據貧困源的變化相應調整扶貧政策，建立動態(tài)扶貧機制對精準幫扶的實現至關重要。賈俊雪等[5]通過“傾向得分匹配雙差分法”檢驗出小額信貸“造血式”式的扶貧機制對貧困戶增收具有積極作用，而直接資本補貼效果很弱。所以當前扶貧機制應當由側重于“社會他助”的普惠制，轉向側重于“個人努力”的差異性幫扶。楊娟等[6]發(fā)現義務教育是影響收入差距和代際流動性的主要原因，但是貧困家庭受預算約束的限制，對子女早期教育投入有限，進而高層次教育參與不足，導致非貧困家庭收入的差距持續(xù)擴大。所以教育是“扶智”的重要內容，教育所帶來的人力資本積累是消滅貧困和避免返貧困的根本保障。Ravallion等[7]將貧困程度描述分為四類，被調查者通過閱讀對照自身生活水平，判斷自己所處類別，其結果作為潛變量用來衡量貧困程度。Guagnano等[8]采用廣義有序Logit模型研究得出家庭經濟特征和資本稟賦會影響個體的自我貧困認知，進而影響主觀脫貧動力。左停、楊雨鑫[9]通過梳理概念、理論和國內外學者研究成果，建立主觀貧困研究框架，重塑了主觀貧困認知?？梢钥闯鲐毨дJ定、研究已拓展到主觀視角。

現代經濟學的核心假設是：“理性人（經濟人）”，即每一個參與者都是完全理性的。舒爾茨[10]認為傳統(tǒng)的小農是“窮而有效率”的，在固定約束條件下其決策往往是一種理性選擇。Robert Simon[11]也提出“小農有限理性”理論，認為村民在進行經濟決策時必然會受到信息不對稱的影響，從而陷入貧困。林毅夫[12]認為許多被認為不理性的行為，通常都是具有城市偏向的人對小農所處環(huán)境缺乏全面了解而做出的論斷，如果能設身處地看問題，則很多非理性行為恰恰是外部條件限制下的理性表現。隨著貧困維度的不斷拓展，大量學者開始立足理性人視角，基于微觀個體機會主義行為來探討“貧困陷阱”。張新偉[13]則提出新“貧困陷阱”理論，發(fā)現貧困農戶在與政府博弈過程中，由于選擇貧困受扶要比自強脫貧成本小，并且一旦收入超過貧困線，就會失去政府幫扶，所以作為理性人，貧困戶在博弈過程中會保持貧困狀態(tài)，所以反貧困中的博弈現象極大降低了扶貧資源效率。傅晨、狄瑞珍[14]曾構建了一個貧困農戶行為模型，分析得出貧困農戶在扶貧過程中的“敗德行為”，看似非理性，實則是機會主義傾向貧困戶做出的理性決策。所以當前扶貧機制應當由側重于“社會他助”的普惠制，轉向側重于“個人努力”的差異性幫扶。

上述文獻對分析致貧影響因素和減貧方法具有重要的理論指導和方法借鑒作用，但現有文獻在分析受機會主義傾向影響的主觀致貧因素對脫貧成效影響的研究乏善可陳，尤其是社會環(huán)境特殊、復雜的邊疆少數民族特困地區(qū)微觀視角貧困問題研究更為匱乏。這些特困地區(qū)致貧因子復雜、特殊，包括語言、文化、宗教、教育、醫(yī)療、自然環(huán)境、交通條件以及主觀貧困認知等。所以在中國決勝全面建成小康社會的道路上，邊疆少數民族特困地區(qū)的脫貧攻堅是最關鍵、最困難的。

本文通過深入系統(tǒng)研究邊疆少數民族地區(qū)貧困家庭調研資料，構建信號博弈模型，探究貧困戶內生動力對精準脫貧影響的理論機理。通過微觀調研數據，實證分析貧困戶機會主義行為對精準扶貧成效的影響。首先，基于新時代扶貧開發(fā)的要求，運用不對稱信息動態(tài)博弈的信號博弈，構建貧困戶內生動力不足進而產生機會主義行為，導致家庭墮入“貧困陷阱”，影響精準扶貧成效的理論分析框架。其次，運用家庭微觀數據，實證分析、論證“志”與“智”的不足對精準脫貧的影響。再次，結合Torazzi和Deaton [15]小區(qū)域用小樣本分析以削弱異質性影響的主張，將樣本分為國家級扶貧開發(fā)重點縣的貧困村與一般貧困縣的貧困村，進一步剖析“貧困陷阱”在不同幫扶程度貧困村的差異性。最后，提出具有針對性的政策建議。

2 理論分析框架

采用不對稱信息動態(tài)博弈模型（dynamic game of incomplete information）中的信號博弈，研究精準扶貧過程中“普惠式”扶貧開發(fā)機制可能助長貧困戶機會主義行為，論證貧困戶內生發(fā)展動力不足對扶貧資金使用效率、區(qū)域經濟發(fā)展的負面影響。

在信號博弈中，有兩個參與人，假設貧困戶為信號發(fā)送者的參與人1，共兩種類型：客觀貧困，即因個人、家庭等不可抗拒的客觀因素導致陷入貧困（θ=θo）和主觀貧困，即因主觀上缺乏勤勞致富思想，懶惰導致陷入貧困（θ=θs）。為了分析方便，我們假設兩類人群各占1/2[16]。其中θ代表貧困戶識別過程中所關注的致貧因子，除了易于觀測的耕地面積、人均年收入、健康狀況、務工狀況等，還有很重要一部分是貧困戶勤勞與懶惰，這通常難以直接準確觀測。假設開展扶貧工作的村干部是接收信號的參與人2，也有兩種類型：γ=γp（更注重脫貧數量）和γ=γq（更注重脫貧質量）。由于貧困戶會口口相傳村干部的履職經歷、政績表現，這使得村干部的類型成為易于觀測的公共信息。相反，貧困戶因人數較多，個體思想、生產生活條件差異較大，導致村干部難以準確把握每一個貧困戶的類型，即貧困戶和村干部之間存在明顯的信息不對稱。

貧困戶的類型θ∈{θo，θs}不為村干部所知。村干部要考察貧困戶各項基本特征（生產、生產資料，家庭人口結構，收入來源及水平等）對貧困戶身份予以判定，進而給予幫扶補貼。所以二者行動有先有后，村干部能夠觀測到貧困戶的行動，包括是否從事農業(yè)生產、是否有工作，但不能觀測其類型。因為參與人的主觀行動是有類別的，每個參與人的行動都傳遞著有關自己類型的某種信息，后行動者可以通過觀察先行動者所選擇的行動來推斷其類型或修正對其類型的先驗信念，然后選擇自己最優(yōu)行動[17]。貧困戶（先行動者）將預測到自己的行動可能被村干部（后行動者）所利用，就會設法傳遞出對自己最有利的信息。博弈順序如下：

（1）第一順序行動的參與人（貧困戶）的類型，不為第二行動的參與人（村干部）所知，假設村干部對貧困戶類型判斷的先驗概率分別為P（θo）=μ、P（θs）=1-μ，（0<μ<1）。貧困戶通過觀察村干部類型γ后選擇發(fā)出信號，M是信號空間，包括“M1=有工作、M2=沒有工作”。

（2）第二順序行動的參與人（村干部）試圖從貧困戶發(fā)出的信號M中觀察、獲取額外信息，并根據貝葉斯法則從先驗概率P（θ）得到后驗概率P（θ|M），增加其貧困識別和幫扶的準確性，從而選擇自己的最優(yōu)行動。N是村干部的行動空間，包括“N1=認定參與人1為客觀貧困戶并給予較多補貼，N2=認定參與人1為主觀貧困戶給予較少補貼”。

（3）假設村干部與貧困戶的保留效用相等，則貧困戶和村干部的支付函數分別為U=Uθ+A，U=Uγ+A。A是精準扶貧的保留效用 [18]。因為扶貧資金投資基礎設施、公共衛(wèi)生、醫(yī)療、教育事業(yè)等一定能為貧困戶帶來正向效用。相對的，無論村干部是注重脫貧數量還是脫貧質量，國家為打贏脫貧攻堅戰(zhàn)而投資的巨大財力、物力、人力，一定會使貧困村得到不同程度發(fā)展，進而摘去“貧困村”的帽子，所以精準扶貧總是一件喜事。即總效用為：TU=Uθ+Uγ+2A。

假設客觀貧困戶受健康狀況、勞動技能、教育程度、家庭人口結構等限制普遍沒有工作，故其信號成本為Co=0；而主觀貧困戶屬于內生發(fā)展動力不足，是懶惰的壯勞力，為獲得貧困戶補助，拒絕參加工作。假設勞動收入不僅取決于單位勞動力價格水平p，勞動時間T還與扶貧開發(fā)的保留效用A相關，因為村干部加強村里勞務輸出、勞動技能培訓、引進工廠企業(yè)增加就業(yè)崗位產生的保留效用對村民收入具有正向影響。則工作所獲得的收入成為釋放信號的機會成本w（p，T，A），且w（p，T，A）/A>0，同時也將獲得閑暇所帶來愉悅l，所以信號成本為Cs=w（p，T，A）-l。無論何種類型貧困戶都希望能夠獲得政府的扶貧補貼，因此對村干部的平均預期為E（γ）=1/2（N1+N2）。圖1是此信號傳遞博弈的擴展式表達。

圖1 村干部與貧困戶之間不對稱信息動態(tài)博弈

首先，客觀貧困戶必定會選擇M=M2，因為客觀的自身和家庭條件導致其無法謀求工作，在國家精準扶貧中獲得的效用為：U（θo）=1/2（N1+N2）+A。

然后考慮主觀貧困戶的情況，共有兩種選擇，M=M1和M=M2，對應的預期效應是：

U（θs）=A+w（p，T，A）-l （M=M1）

1/2（N1+N2）+A-[w（p，T，A）-l] （M=M2）

其它條件不變，若保留效用A增加，則w（p，T，A）增加，通過比較效用大小“主觀貧困”戶選擇M=M1，獲得的效用為A+w（p，T，A）-l，參與人之間實現混同均衡。其它條件不變，若貧困戶對村干部的預期1/2（N1+N2）增加，則內生動力不足的主觀貧困戶會選擇M=M2，其在精準扶貧中獲得的效用為1/2（N1+N2）+A-[w（p，T，A）-l]，即通過釋放不工作沒有收入來源信號，以獲取貧困補貼資金。而村干部為了取得良好的考核結果，結合貧困戶釋放的無工作信號，修正先驗概率，最終在β信息集上，γ=γ1類型村干部普遍策略是給予補貼（β→N1）（如圖1所示），參與人之間實現分離均衡。

PE（混同均衡）：

M（θ=θo）=M2，M（θ=θs）=M1

P（θ=θo|M=M2）=μ，P（θ=θs|M=M1）=1-μ，（0<μ<1）

P為村干部的后驗概率

SE（分離均衡）：

M（θ=θo）=M2，M（θ=θs）=M2

P（θ=θo|M=M2）=1，P（θ=θs|M=M1）=0

P為村干部的后驗概率

由上述分析可得：

命題：在信息不對稱的扶貧攻堅過程中，內生動力、勞動能力不同的貧困戶可以通過發(fā)出是否擁有工作以獲得穩(wěn)定收入的信號，改進其在精準扶貧中的自身效用。

推論1：扶貧機制帶來的保留效用較大時，即扶貧機制更注重公共衛(wèi)生、教育、交通建設和勞動技能培訓等，產生“益貧式”發(fā)展效應，則客觀貧困戶通過政府兜底補貼脫貧，主觀貧困戶則會參加能力范圍內的工作，實現收入可持續(xù)，扶貧機制發(fā)揮“扶智”與“扶志”作用，此時形成分離均衡。

推論2：扶貧機制帶來的保留效應較小時，貧困戶則更關注村干部的類型，進而判斷村干部“普惠式”扶貧機制帶來效用的平均期望，扶貧收入若大于務工的勞動報酬，則會產生機會主義行為，懶于工作賺取收入，實現其貧困戶身份的認定，以期望獲得扶貧補貼。

3 實證模型設定與分析

3.1 樣本選擇

按照現行國家農村貧困標準測算（即“2010年標準”，按照當年價格每人每年2 300元），2017年全國農村貧困人口4 335萬，比上年減少1 239萬；貧困發(fā)生率4.5%，比上年下降1.2個百分點，但是貧困人口在東、中、西部的分布依然差異較大（見表1），主要因為改革開放產生的要素區(qū)域間分配差異性，導致東、中、西部地區(qū)經濟呈現出區(qū)域內收斂、區(qū)域間發(fā)散態(tài)勢，發(fā)展存在明顯的不均衡[19]。所以，西部地區(qū)依然是貧困重災區(qū)，貧困人口占全國52%，貧困發(fā)生率也遠高于全國平均水平。

新疆是多民族、多文化、多語言、多宗教的特殊邊境地區(qū)，擁有27個國家扶貧開發(fā)重點縣和3個自治區(qū)扶貧開發(fā)重點縣，共3 029個貧困村?！叭齾^(qū)三州”國家特困地區(qū)之一的南疆四地州因社會經濟發(fā)展落后封閉、自然環(huán)境惡劣、公共服務不足、人口素質低下等原因致使扶貧工作更為棘手。黨的十九大報告提出，未來脫貧攻堅主戰(zhàn)場是14個連片特困地區(qū)，而南疆四地州不僅是連片特困地區(qū)，更屬于“三區(qū)三州”特困地區(qū)，貧困治理研究更為重要。基于此，本研究瞄準“三區(qū)三州”之一的新疆南部少數民族聚居地貧困村。數據來源于南疆駐村工作隊入戶調查數據及2016年貧困人口建檔立卡信息。剔除殘缺值和離群值后，本文選取南疆六個村813個貧困戶及其包含的3 860個家庭成員作為研究對象（見表2）。

3.2 描述性統(tǒng)計

由表3可以看出，樣本戶主“年齡”50歲以上占比高達55.4%，這一年齡段的人群接受新鮮事物愿望、能力較低，扶貧難度大。樣本戶主受教育水平普遍較低，“小學”“文盲或半文盲”占比高達72.6%，側面反映了邊疆少數民族貧困戶思想觀念傳統(tǒng)、落后，這也是深度貧困地區(qū)存在的共性問題。

表4顯示，“健康”的貧困戶占總數的85.5%，但是結合“勞動技能”指標看，“喪失勞動力”占比高達25.4%，因為除了存在“患有大病”“長期慢性病”和“殘疾”的戶主，還存在因年齡偏大無法從事生產勞動的戶主。農業(yè)生產是家庭主要收入來源，傳統(tǒng)家庭經營的農業(yè)耕作對勞動技能要求較低，所以“普通勞動技能”貧困戶占比達72.1%。813個樣本家庭中，2016年未脫貧的占76.8%，已脫貧的占21.8%，依靠政策脫貧家庭120個，占“已脫貧”樣本67%。但是結合致貧原因分析，不難發(fā)現雖然生產要素稀缺是致貧的主要原因，但是“自身發(fā)展動力不足”是致貧的重要因素，占比高達36.4%。在訪談過程中，村干部介紹“自身發(fā)展動力不足”的認定主要結合貧困戶是否積極參加農業(yè)生產技能培訓；是否擁有耕地但卻撂荒，拒絕從事農業(yè)生產活動；是否對村里開展的勞務輸出活動參與度不高等。

3.3 模型設定及研究假設

為了驗證理論模型的命題及推論，本文通過一手調研微觀資料實證分析內生發(fā)展動力不足對扶貧成效的影響。在研究中“貧困陷阱”被定義為：貧困戶自身獲得穩(wěn)定收入的能力不足，靠自己的努力主動改變貧困現狀的動力不強，故而嚴重依賴政府直接支持和補貼實現“短暫脫貧”，但存在極大返貧風險。所以不足的“志”與有限的“智”會致使貧困戶墮入“貧困陷阱”。按照前文的命題與推論，貧困戶墮入“貧困陷阱”的關鍵在于貧困戶的身份可以實現其效用訴求，因此“等、靠、要”思想直接影響到精準扶貧成效。

深度貧困地區(qū)貧困戶“智”與“志”是無法直接觀測到的，所以結合訪談本研究選取“致貧主觀因素”“外出務工時間”作為“志”的代理變量，“戶主受教育程度”“勞動技能”作為“智”的代理變量，并在模型中加入“個體特征”“家庭特征”和“生產資料特征”三個維度的控制變量。眾所周知，國家級扶貧開發(fā)重點縣獲得公共財政支出的力度更大，為了觀測貧困戶“智”與“志”在不同程度政府援助支持下對精準脫貧影響的差異，文章將分別建立模型，進一步討論。

Logit公式由Luce根據IIA（Independence from Irrelevant Alternatives）首次推導得出[20]，是采用以Logistic隨機變量的累計分布函數為基礎函數形式來施加約束，在醫(yī)學、心理學、社會學、經濟學領域應用廣泛。Logit模型是Probit模型發(fā)展產生的，都是二元響應變量模型，不同的是Logit模型假設誤差項服從Logistic分布，Probit模型假設誤差項服從標準正態(tài)分布。

因為貧困與非貧困恰好是一個二元隨機變量，所以Probit和Logit模型在貧困影響因子研究方面得到了廣泛的應用。例如，朱夢冰、李實[21]在研究農村低保政策瞄準效果中，運用Probit模型分析了貧困低保戶、非貧困低保戶（誤保戶）和貧困非低保護（漏保戶）致貧因素的差異性。Guagnano等[8]采用廣義有序的Logit模型研究社會資本對主觀貧困認知的影響。在模型進一步分析過程中，Maddala[22]通過對Logit 、Probit和MDA進行比較，提出當解釋變量并非服從正態(tài)分布時，Logit模型具有明顯的優(yōu)勢。從研究的問題來看，貧困戶個體“志”與“智”的特征對精準扶貧的影響有兩種可供選擇：即要么對脫貧具有顯著影響，要么對脫貧沒有影響。本文采用離散型的二元選擇模型（Binary Choice Model）進行實證分析，即被解釋變量取0為未脫貧，取1為脫貧，所以本文采用二元選擇Logit模型，并使用對數最大似然函數對參數進行估計。

本文從微觀個體特征視角分析扶貧成效的影響因素，結合行為經濟學與制度經濟學理論，提出一個總的研究假設H0：微觀個體特征表現越好越容易脫貧。文章將圍繞這一假設對貧困戶個體特征如何影響扶貧成效進行分析。在總的研究假設基礎之上提出模型限制條件假設H1：個體選擇偏好具有同質性。區(qū)域社會、文化、政治、經濟發(fā)展一致，微觀個體屬性越相似則脫貧的邏輯概率分布越一致，這與Torazzi 和 Deaton[23]提出的理論相一致。他們認為不同的社會環(huán)境，如基礎設施的差異、耐用品擁有與否的差異會導致貧困預測的偏差。

Logit基本模型是：yi=xijβj+εi （i=1，2…n；j=1，2…m）

（1）

εi是獨立同分布的隨機擾動項，服從Logistic分布（Maddala），βj為待估計參數單列矩陣，xij為（1×m）單行矩陣，y所有解釋變量x的線性組合。進一步用概率形式表現為：

P（y=1|xi）=F（x，β）=exp（x′β）1+exp（x′β）

（2）

式（2）中，F（x，β）是“邏輯分布”（Logistic distribution）的累積分布函數。對（1）式和（2）式進行變換，加入關鍵解釋變量的代理變量和控制變量后，得到以發(fā)生比表示的Logit模型形式：

Zi=lnP（yi=1|xij）P（yi=0|xij）=β0+β1educationi1+β2skilli2+

β3worki3+β4motivationi4+β5controli5+εi

（3）

對于二元響應變量Logit模型，被解釋變量取值范圍是（0，1），yi=1表示事件發(fā)生，yi=0表示不發(fā)生；關鍵解釋變量“education（受教育程度）”、“skill（勞動技能）”是“智”的代理變量；“work（外出務工時間）”、“motivation（致貧主觀因素）”是“志”的代理變量；“control”是控制變量集，包括個體特征（戶主年齡、性別、民族、健康狀況、大病醫(yī)療等），家庭特征（學生占比、病患占比、家庭勞動力人數），生產資料特征（耕地面積、住宅狀況、飲用水狀況、與村距離等）3個維度共14個控制變量。因為Logit是一個非線性模型，所以使用最大似然法進行估計。

3.4 變量的選取及數據來源

貧困戶是否脫貧是國家扶貧機制、生產生活資料、貧困戶個體特征、貧困屬性等因素綜合作用的結果。本文根據貧困戶建檔立卡信息與駐村工作隊入戶調查數據，再結合與村第一書記和貧困戶的非結構式訪談結果，探究貧困戶“智”和“志”的狀態(tài)對扶貧成效的影響。表5列出所有解釋變量、控制變量及對應的取值描述。

3.5 檢驗分析及實證結果

（1）多重共線性檢驗。一般的，對二元Logit模型進行估計之前，需要檢驗各變量之間的相關程度，文章通過VIF（方差膨脹因子）檢測解釋變量、控制變量之間多重共線性，VIF值越大則多重共線性問題越嚴重。結果顯示：max{VIFedu，…，VIFsta}<10，VIFmean=1.34，故不存在嚴重多重共線性問題，見表6。

（2）模型穩(wěn)健性檢驗。解釋變量為虛擬變量的社會科學研究中，Logit模型應用廣泛、優(yōu)點突出，但是為了更好地進行分析，回歸之前需要對模型穩(wěn)健性進行檢驗。首文獻中也有驗證，朱夢冰、李實[21]根據CHIP2013數據計算、識別出“貧困低保戶”比“貧困非低保戶”收入更低。

先，分別使用普通標準誤與穩(wěn)健標準誤進行參數估計，發(fā)現回歸結果相差不大。其次，使用OLS進行線性概率模型估計，將其回歸系數與Logit 模型的平均邊際效應（并非系數）比較，結果也相差不大[24]。最后，將模型二中關鍵變量“外出務工時間”替換為“是否外出務工”，估計時均使用穩(wěn)健標準誤以修正異方差影響，模型三的估計結果顯示除了平方后的“戶主年齡”，其余代理變量和各個維度控制變量顯著性和系數估計值均未發(fā)生顯著變化[25]。綜上說明，該模型是穩(wěn)健的，考慮文章篇幅，僅報告第三種穩(wěn)健性檢驗結果（見表7）。

（3）內生性討論。因為不知道是否所有未被觀察的因子都被控制，而且遺漏變量偏誤會導致內生性，對于截面數據，本研究通過納入足夠多體現個體異質性的控制變量，同時剔除具有明顯反向因果關系的解釋變量（人均純收入）來處理這個問題。加之Logit和Probit模型能夠自然避免映射問題導致的內生性，故進一步削弱內生性對研究結果的影響。

本文采用Stata15.0軟件對813個貧困戶樣本使用穩(wěn)健標準誤進行Logit回歸。因為813個貧困戶樣本中只有3戶是漢族，所以模型剔除控制變量“民族”。由于樣本為截面數據，所以模型一、二、三中的Pseudo R2（由McFadden提出）統(tǒng)計值表示估計結果都可以接受。模型二、三回歸結果顯示，除了“戶主年齡”的平方項以外，其余各個變量的顯著性及系數估計值均未發(fā)生顯著變化，證明模型整體是穩(wěn)健的。為了更精準地解釋“戶主年齡”對貧困戶脫貧概率的影響，模型二加入了“戶主年齡”的平方項，并將回歸結果與模型一進行對比，用以檢驗脫貧概率與“戶主年齡”是否存在倒“U”型非線性關系。

（4）實證結果分析。模型二中關鍵解釋變量“勞動技能”沒有通過顯著性檢驗，因為貧困戶的主要收入來源是家庭農業(yè)生產經營，勞動技能需求較低，且“技能勞動力”樣本僅占總樣本的3%，導致貧困戶勞動技能對扶貧成效并沒有顯著影響?！笆芙逃潭取焙汀巴獬鰟展r間”顯著為正，“致貧主觀因素”顯著為負，說明貧困戶“智”與“志”對精準脫貧影響顯著?！笆芙逃潭取痹礁叩呢毨糇晕邑毨дJ知能力和社會經濟發(fā)展的參與度越高，這不僅能夠打破傳統(tǒng)生產路徑依賴，拓寬增收渠道，還有利于貧困區(qū)域經濟發(fā)展，實現可持續(xù)的“益貧式”增長?！巴獬鰟展r間”可以直接反映貧困戶是否愿意“勤勞致富”，由于傳統(tǒng)小規(guī)模農業(yè)家庭經營的投入產出比較低，所以主動脫貧愿望強烈的貧困戶選擇將土地轉包他人，選擇兼業(yè)或外出務工增加收入來源。根據訪談了解，正常勞動力外出務工收入可達3 000元/月，其年收入相當于40畝中等耕地豐年收益，政府采購服務（公益性崗位）也可達到1 200～1 500元/月（資料來源：喀什疏勒縣牙甫泉鎮(zhèn)訪談。公益性崗位例如村小隊長、保安、保潔員等，崗位人數限制較大），但是受致貧主觀因素的影響，相當比例貧困戶并不愿意付出勞動、不愿意走出家門尋找新的增收渠道，“等、靠、要”思想嚴重，貧困治理過于倚重行政力量，導致“短、平、快”的扶貧措施成為村干部的首選。在我們的樣本中，“未脫貧”和“返貧”的樣本占比高達78%，說明連片特困地區(qū)扶貧攻堅依然艱巨。成功脫貧的家庭共178戶，但是“享受政策脫貧”的家庭有120戶，占已脫貧家庭樣本的67.4%，說明南疆少數民族特困地區(qū)的扶貧成效主要依靠政府的轉移支付。訪談中了解到，因為國家扶貧資金投入力度巨大，所以村干部對貧困縣摘帽信心普遍較大，直接給與補貼的“強制性”脫貧屢見不鮮，一旦政府直接性幫扶措施中斷，享受政策脫貧群體極易返貧。所以，貧困戶自身改善當前生活困境動力不足會極大降低國家、社會各界組織機構扶貧資金效率。

進一步分析貧困戶致貧原因可以發(fā)現，“自身發(fā)展動力不足”“缺土地”“缺資金”和“缺技術”是致貧的主要原因，占比分別是36.4%、25.9%、11.8%和11.0%（見圖2）?？梢钥闯?，“致貧主觀因素”對精準脫貧成效影響極大。致貧原因中“缺技術”占比達11%，勞動技能單一、匱乏極大地縮減了貧困戶增收途徑。在樣本中，半兼業(yè)農戶不足1%，外出務工人員不到10%，相當部分貧困戶不愿外出務工，但是傳統(tǒng)農業(yè)生產易受自然、市場因素影響，致貧風險大。所以加大“扶志”力度，建立自主脫貧幫扶機制對高質量、可持續(xù)精準脫貧意義重大。

“戶主年齡”與脫貧概率存在倒“U”型非線性關系，為了尋找這一轉折點，研究借助Stata15.0計算了“age=60”至“age=75”，16個觀測點上處的邊際效應，結果顯示“age=72”時邊際效應最大，在“age=73”時邊際效應下降，戶主年齡大于72歲對扶貧成效具有消極影響。

3.6 顯著影響因素“oddsratio”值的測算與分析

上述非線性模型回歸結果中，估計量β^j并非邊際效應（marginal effects），不能直接用于度量各個解釋變量對因變量的邊際影響作用。而“機率比”（oddsratio）可以用來解釋脫貧概率對各個解釋變量變化的敏感程度[20]。

假設educationi變?yōu)閑ducationi+1，記P的新值為P*，則新機率比與原機率比的比率可以用公式（4）表示。

p*/（1-p*）p/（1-p）=

exp（β0+β1educationi1+…+β5controli5）exp（β0+β1（educationi1+1）+…+β5controli5）=exp（β^i1）

（4）

圖2 致貧原因

這是第i個貧困戶受教育程度增加一個水平至educationi1+1所引起機率比變化的倍數。oddsratio尤其適用于解釋變量至少變化一個單位（如性別、婚否等虛擬變量，年齡、子女個數等實變量）的變動解釋，exp（β^j）-1表示變動幅度，如果β^j較小，則exp（β^j）-1≈β^j。

根據式（4），我們估計各個與因變量有顯著相關的解釋變量增加一個水平（或單位）對因變量的影響，結果列于表8。其中，特別值得注意的是非自身發(fā)展動力不足的貧困戶脫貧概率是自身發(fā)展動力不足家庭脫貧概率的2.86倍，進一步證明主觀脫貧動力不足是影響脫貧效果的重要因素。其它變量，特別是“大病醫(yī)療”，“飲水狀況”，“貧困屬性”，“戶主教育程度”，“外出務工”，“兒童上學”等，也都是影響貧困戶能否有效擺脫貧困的重要因素。

3.7 國家級貧困縣與非國家級貧困縣敏感性差異分析

為進一步消除樣本異質性，以觀察國家級扶貧開發(fā)重點縣與一般貧困縣中微觀個體特征對扶貧成效影響的差異性，我們將樣本分為兩組：組一，國家級扶貧開發(fā)重點縣的貧困村，包括和田縣依斯拉木阿瓦提鄉(xiāng)里青托尕依村、喀什疏勒縣英阿瓦提鄉(xiāng)安居爾村和阿拉甫鄉(xiāng)尤喀克阿拉甫村，3個村，共485戶；組二，非國家級扶貧開發(fā)重點縣貧困村，包括和田市吐沙拉鄉(xiāng)阿拉勒巴格村、阿克蘇庫車縣硝爾庫勒艾日克村和沙雅縣阿牙克庫勒達希村，3個村，共328戶。分別進行穩(wěn)健標準誤Logit回歸，由表9可以看出，模型四、五部分變量顯著性較模型二發(fā)生了改變，進一步分析得出以下重要結論。

貧困程度越高的國家級貧困縣貧困村，戶主“受教育程度”對扶貧成效沒有顯著影響，一方面是因為樣本家庭戶主受教育程度小學及以下占比高達98%，差異較小；另一方面是邊疆少數民族特困地區(qū)，受歷史教育政策影響，戶主受教育水平不僅低，而且漢語教育嚴重缺失，溝通交流的障礙進一步加深了封閉性。非國家扶貧開發(fā)重點縣貧困村戶主“受教育程度”顯著為正，說明教育產生的保留效用與貧困村貧困深度相關，在非國家扶貧開發(fā)重點縣教育依然是擺脫貧困的重要因素。

貧困程度越高的國家級貧困縣貧困村，戶主“外出務工時間”“致貧主觀因素”與扶貧成效有顯著性關系，結合“耕地面積”對扶貧成效沒有顯著影響的結果分析得出，自身發(fā)展動力不足的貧困戶更難以打破禁錮，外出務工尋找新的增收途徑。所以國家級貧困縣的貧困村扶貧攻堅不僅難在生產資料匱乏，更難在貧困戶缺乏內生發(fā)展動力，更易產生機會主義行為。然而，當下無論是政府的轉移支付，還是“一戶一策”的扶貧項目大多是普惠式的，貧困戶“等、靠、要”的心理導致人人有份的扶貧方式雖然公平，但缺乏激勵效應。不勞而獲的福利使貧困戶懶于提高個人生產增收的能力，可是政府的轉移支付和對口幫扶單位扶貧資金雖然能夠直接增加貧困戶收入，產生立即越過貧困線的效應，但卻不能形成持續(xù)增收的效應，一旦離開補貼，脫貧人群立即返回貧困，這是目前邊遠連片特困地區(qū)扶貧攻堅工作的難點所在，也是扶貧開發(fā)與“益貧式”經濟可持續(xù)發(fā)展的矛盾所在。所以，國家級扶貧開發(fā)重點縣的扶貧工作，必須與“扶志”及“扶智”的體制機制建設緊密結合起來，才能有效破解我國的“貧困陷阱”問題。

4 結論與討論

基于信號博弈理論模型，我們梳理了懶惰、勤勞與扶貧效用最大化之間的邏輯關系。當精準扶貧過程中存在信息不對稱時，“主觀貧困”與“客觀貧困”會通過工作狀態(tài)發(fā)出傳達自身“貧困程度”的信號，精準扶貧所產生的保留效用和貧困戶對村干部的預期影響了貧困戶的信號策略。其次，基于微觀調研數據，實證分析了邊疆少數民族連片特困地區(qū)貧困戶內生動力不足對精準扶貧成效的負面影響。不管是理論分析，還是實證結果，都證明了貧困家庭主觀脫貧意識及能力，都是影響扶貧效果的重要因素。其它的變量，包括戶主的教育水平、勞動力人數、大病醫(yī)療保險、小孩上學人數、家庭生產條件、住房條件等，也都是決定扶貧效果的重要因素，這與其它文獻的研究結果相吻合。

實證研究方面，在控制貧困戶個體特征、家庭特征、生產資料特征后，我們用“受教育程度”和“勞動技能”代表貧困家庭的“智力”，用“外出務工時間”和“致貧主觀因素”代表貧困家庭脫貧的“意志”。實證結果證明這兩組變量對脫貧的概率都有顯著性的正向影響作用。

當把整個樣本分為國家級貧困縣和非國家級貧困縣兩個子樣本進行分別回歸以后，我們發(fā)現，“主觀致貧因素”只是在國家級貧困縣的子樣本中對脫貧效率產生負面影響，在另一個子樣本中，這一影響并不顯著。另外，“受教育程度”“外出務工時間”等變量在兩個子樣本中的影響也出現不同程度的異質性。輔以訪談資料我們發(fā)現，國家級貧困縣貧困戶的“等、靠、要”思想更為嚴重，一方面貧困戶采取博弈手段隱瞞實際工作創(chuàng)收能力，以獲取長期補助；另一方面，因為長期依賴政府慢慢地弱化了自我脫貧意志，并產生了懶惰思想。

根據理論和實證分析，我們可以得出以下結論。一是保留效用越大，則貧困戶勞動技能的提升、就業(yè)機會的增加、薪酬水平的提高使其更傾向于自主脫貧。相反，若保留效用較低，貧困戶對村干部給予直接補貼的預期越高，則更容易誘發(fā)機會主義行為，滋生“等、靠、要”的思想。二是差異性的人口經濟社會結構，使“短、平、快”的扶貧措施極易產生強制性脫貧，傳統(tǒng)“授人以魚”的財政扶貧模式導致相當比例的貧困戶過度依賴直接財政補助脫貧，但其脫貧效率難以為繼，故而連片特困地區(qū)精準扶貧需要因地制宜、因戶制宜、因人制宜、因產業(yè)和收入路徑制宜。

三是貧困戶自身發(fā)展動力不足導致政府“輸血式”轉移支付產生的短期和長期效果相矛盾，尤其是國家級扶貧開發(fā)重點縣的貧困戶更缺乏內生動力，即使投入再多資金，也很難實現高質量、持續(xù)性的精準脫貧效果。四是教育的缺位導致邊疆少數民族特困地區(qū)貧困戶觀念禁錮、思想落后、語言溝通不暢，貧困代際傳遞現象嚴重。

依據以上結論，我們提出以下幾點政策建議。

（1）扶貧先扶志，降低返貧風險。政府要實現從救濟型援助方式向發(fā)展型扶貧方式轉變，從普惠的政策性補貼向激勵生產的扶貧項目轉變。處理好公平與激勵的關系，建立動態(tài)激勵的長效扶貧機制是激發(fā)貧困戶自身發(fā)展動力，杜絕短暫性脫貧的保障。扶貧的公平在于建立貧困戶精準判別機制，找到最需要扶持的人，配合最恰當的幫扶措施，提高精準扶貧效率，做到“扶真貧”。扶貧的激勵機制在于優(yōu)化扶貧資金配置，對于勤勞、生產動力足的貧困戶給予更多生產性幫扶，實現持續(xù)增收，產生示范效應，做到“真扶貧”。

（2）治貧先治愚，加大扶智力度，嚴防貧困代際傳遞，鞏固少數民族貧困地區(qū)義務教育，嚴控輟學率，防止貧困代際傳遞，為特困地區(qū)經濟發(fā)展提供智力；積極引導村民接受農業(yè)生產技能培訓，轉移家庭剩余勞動力至縣、市務工，拓寬收入渠道，徹底擺脫“貧困陷阱”。

（3）因勢利導，提高區(qū)域發(fā)展的“益貧”效果，增加精準扶貧的保留效用。推動農村土地“三權分置”改革，引導舉家遷移和外出務工貧困戶實現撂荒耕地合理流轉，整合細、碎化土地，實現農業(yè)生產規(guī)?；?、機械化。因勢利導，結合要素結構稟賦優(yōu)勢，大力發(fā)展特色優(yōu)勢產業(yè)，如特色林果業(yè)。政府牽頭，引進農產品生產加工企業(yè)，加大產業(yè)專用性基礎設施的投入，形成主導優(yōu)勢產業(yè)鏈，借助互聯網開展電商扶貧，并對進入區(qū)域的先驅企業(yè)所產生的外部性予以補償[26]。營造良好生產經營氛圍，充分擴大當地就業(yè)，實現區(qū)域“益貧式”經濟增長，真正解決扶貧與邊遠連片特困地區(qū)經濟可持續(xù)發(fā)展之間的矛盾。

（編輯：劉照勝）

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